Analyse de l'impact de la politique de services de garde du Québec sur l'offre de travail des mères monoparentales et des mères et pères vivant en couple avec de jeunes enfants

ANALYSE DE L'IMPACT DE LA POLITIQUE DE SERVICES

DE GARDE DU QUÉBEC SUR L'OFFRE DE TRAVAIL DES

,

"

MERES MONOPARENTALES ET DES MERES ET PERES

VIVANT EN COUPLE AVEC DE JEUNES ENFANTS

MÉMOIRE

PRÉSENTÉ

COMME EXIGENCE PARTIELLE

DE LA MAÎTRISE EN ÉCONOr--iIIQUE

PAR

PIERRE-YVES PRATTE

Avertissement

La diffusion de ce mémoire se fait dans le respect des droits de son auteur, qui a signé le formulaire Autorisation de reproduire et de diffuser un travail de recherche de cycles supérieurs (SDU-522 - Rév.01-2006). Cette autorisation stipule que «conformément

à

l'article 11 du Règlement no 8 des études de cycles supérieurs, [l'auteur] concède

à

l'Université du Québec

à

Montréal une licence non exclusive d'utilisation et de publication (je la totalité ou d'une partie importante de [son] travail de recherche pour des fins pédagogiques et non commerciales. Plus précisément, [l'auteur] autorise l'Université du Québec à Montréal à reproduire, diffuser, prêter, distribuer ou vendre des copies de [son] travail de recherche

à

des fins non commerciales sur quelque support que ce soit, y compris l'Internet. Cette licence et cette autorisation n'entraînent pas une renonciation de [la] part [de l'auteur] à [ses] droits moraux ni à [ses] droits de propriété intellectuelle. Sauf ententè contraire, [l'auteur] conserve la liberté de diffuser et de commercialiser ou non ce travail dont [il] possède un exemplaire.»

J'aimerais tout d'abord remercier mes directeurs, Pierre Lefebvre et Philip Mer­ rigan, pour le soutien et l'intérêt qu'ils m'ont apporté tout au long de ce travail. Je tiens également à les remercier pour l'aide financière qui m'a été fournie pour me concentrer sur la réussite de ce mémoire.

Ensuite, je voudrais remercier le Centre interuniversitaire québécois de statistiques sociales (CIQSS) pour m'avoir permis de travailler à leur bureau et m'avoir clan né l'accès aux recensements de Statistique Canada pour les fins de cette étude.

LISTE DES FIGURES . v

LISTE DES TABLEAUX IX

LISTE DES ABRÉVIATIONS XI

RÉSUMÉ . . . XII

INTRODUCTION 1

CHAPITRE l

REVUE DES RÉCENTS TRAVAUX 4

1.1 Modèle théorique d'offre de travail de la famille 4 1.2 F\'ais de services de garde et offre de travail . . 6 1.3 Frais de services de garde et offre de travail des mères en couple 7 1.4 Frais de services de garde et offre de travail des mères monoparentales 12 1.5 Frais de services de garde et offre de travail des pères en couple 15 CHAPITRE II

DONNÉES ET STATISTIQUES DESCRIPTIVES 17

2.1 Base de données . , . . 17

2.2 Statistiques descriptives 19

2.2.1 Variables d'offre de travail des mères en couple

24

2.2.2 Variables d'offre de travail des mères monoparentales.

29

2.2.3 Variables d'offre de travail des pères en couple 37 CHAPITRE III

MÉTHODOLOGIE 43

3.1 Différence en différences 43

3.2 Différence en différences en différences

46

CHAPITRE IV

ANALYSE DES RÉSULTATS DE RÉGRESSIONS

49

4.1 Mères vivant en couple .

49

4.1.2 Nombre de semaines travaillées 51 4.1.3 Nombre d 'heures travaillées 52

4.1.4 Revenu de travail. . 53

4.2 Mères monoparentales . . .

G4

4.2.1 Taux de participation au marché du travail . 54 4.2.2 Nombre de semaines travaillées 55 4.2.3 Nombre d'heures travaillées 56

4.2.4 Revenu de travail. 57

4.3 Pères vivant en couple . 58

4.4 Interprétation. 58

CONCLUSION . . . 61

APPENDICE A

PRINCIPALES DISPOSITIONS CONCERNANT LES SERVICES DE GARDE ET L'ÉDUCATION PRÉSCOLAIRE AU CANADA 66 APPENDICE B

STATISTIQUES DESCRIPTIVES DES MÈRES EN COUPLE ET DES MÈRES MONOPARENTALES DONT LE PLUS JEUNE ENFANT EST ÂGÉ ENTRE 0

ET 5 ANS 69

APPENDICE C

STATISTIQUES DESCRIPTIVES DES VARIABLES D'OFFRE DE TRAVAIL POUR LES MÈRES AYANT AU MOINS UN ENFANT ENTRE 1 ET 5 ANS 78 APPENDICE D

RÉSULTATS DES I1ÉGRESSIONS DES MÈRES EN COUPLE . . . 94 APPENDICE E

RÉSULTATS DES RÉGRESSIONS DES MÈRES MONOPARENTALES 110 APPENDICE F

RÉSULTATS DES RÉGRESSIONS DES PÈRES EN COUPLE 126 APPENDICE G

EXEMPLES DE RÉSULTATS DE RÉGRESSIONS DE STATA 129 BIBLIOGRAPHIE . . . 135

1.1 Simulations de subventions des services de garde pour les mères mono­

parentales ayant un faible revenu et de jeunes enfants 14 2.1 Taux de participation au marché du travail des mères en couple ayant

au moins un enfant âg~ de 1 à 5 ans et des mères en couple ayant des enfants âgés entre 13 et 17 ans seulement pour le Québec et pour le RDC 25 2.2 Nombre de ~emaines travaillées en moyenne pendant l'année précédent le

recensement pour les mères en couple ayant au moins un enfant âgé de 1 à 5 ans et pour les mères en couple ayant des enfants âgés entre 13 et 17 ans seulement pour le Québec et pour le RDC . . . .. 27 2.3 Nombre d'heures travaillées en moyenne pendant la semaine de référence

du recensement pour les mères en couple ayant au moins un enfant âgé de 1 à 5 ans et pour les mères en couple ayant des enfants âgés entre 13 et 17 ans seulement pour le Québec et pour le RDC 28 2.4 Revenu de travail annuel moyen en dollars de 2002 pour les mères en

couple ayant au moins un enfant âgé de 1 à 5 ans et pour les mères en couple ayant des enfants entre 13 et 17 ans seulement pour le Québec et

pour le RDC 30

2.5 Taux de participation au marché du travail des mères monoparentales ayant au moins un enfant âgé de 1 à 5 ans et des mères monoparentales ayant des enfants âgés entre 13 et 17 ans seulement pour le Québec et

2.6 Nombre de semaines travaillées en moyenne durant l'année précédent le recensement pour les mères monoparentales ayant au moins un enfant âgé de 1 à 5 ans et pour les mères monoparentales ayant des enfants âgés entre 13 et 17 ans seulement pour le Québec et pour le RDC 33 2.7 Nombre d'heures travaillées en moyenne pendant la semaine de référence

du recensement pour les mères monoparentales ayant au moins un enfant âgé de 1 à 5 ans et pom les mères monoparentales ayant des enfants âgés entre 13 et 17 ans seulement pour le Québec et pour le RDC 35 2.8 Revenu de travail annuel moyen en dollars de 2002 pour les mères mono­

parentales ayant au moins un enfant âgé de 1 à 5 ans et pour les mères monoparentales ayant des enfants âgés entre 13 et 17 ans seulement pour le Québec et pour le RDC . . . .. 36 2.9 Taux de participation au marché du travail des pères en couple ayant au

moins en un enfant âgé entre 1 et 5 ans et des pères en couple ayant des enfants âgés entre 13 et 17 ans seulement pour le Québec et pour le RDC 38 2.10 Nombre de semaines travaillées en moyenne durant l'année précédent le

recensement pour les pères en couple ayant au moins un enfant âgé entre 1 et 5 ans et pour les pères en couple ayant des enfants âgés entre 13 et 17 ans seulement pour le Québec et pour le RDC . . . .. 39 2.11 Nombre d'heures travaillées en moyenne pendant la semaine de référence

du recensement pour les pères en couple ayant au moins un enfant âgé entre 1 et 5 ans et pour les pères en couple ayant des enfants âgés entre 13 et 17 ans seulement pour le Québec et pour le RDC . . . 40 2.12 Revenu de travail annuel moyen en dollars de 2002 pour les pères en

couple ayant au moins un enfant âgé entre 1 et 5 ans et pour les pères en couple ayant des enfants âgés entre 13 et 17 ans seulement pour le Québec et pour le RDC . . . .. 41

C.1 Taux de participation au marché du travail pour les mères en couple ayant au moins un enfant âgé de 1 à 5 ans pour le Québec pour chaque niveau d'éducation 0 0 0 • • 0 0 0 • 0 0 • 0 0 0 0 • 0 0 • • 0 0 0 78 Co2 Nombre de semaines travaillées en moyenne durant l'année précédent le

recensement pour les mères en couple ayant au moins un enfant âgé de 1 à 5 ans pour le Québec par niveau d'éducation o .. 0 • 0 • 0 • • • • 0 0 79 Co3 Nombre d'heures travaillées en moyenne pendant la semaine de référence

pour les mères en couple ayant au moins un enfant âgé de 1 à 5 ans pour le Québec par niveau d'éducation o' 0 • 0 0 • • • • 0 0 • 0 0 0 • 0 80 CA Revenu de travail annuel moyen en dollars de 2002 pour les mères en

couple ayant au moins un enfant âgé de 1 à 5 ans pour le Québec par niveau d'éducation 0 0 0 • 0 • 0 0 0 0 0 • 0 • 0 0 • 0 0 • 0 0 0 0 • 0 • 0 0 0 81 Co5 Taux de participation au marché du travail des mères en couple ayant au

moins un enfant âgé de 1

à

5 ans pour le RDC par niveau d'éducation 0 82 Co6 Nombre de semaines travaillées en moyenne durant l'année précédent le

recensement pour les mères en couple ayant au moins un enfant âgé de 1 à 5 ans pour le RDC par niveau d'éducation 0 0 0 0 0 0 • 0 • 0 0 • 0 • • • 83 C.7 Nombre d'heures travaillées en moyenne pendant la semaine de référence

pour les mères en couple ayant au moins un enfant âgé de 1 à 5 ans pour le RDC par niveau d'éducation . . . . 0 • • 0 • 0 • • 84 Co8 Revenu de travail annuel moyen en dollars de 2002 pour les mères en

couple ayant au moins un enfant âgé de 1

à

5 ans pour le RDC par niveau d'éducation 0 • 0 0 0 • 0 • 0 0 • 0 0 • 0 0 • • • • 0 0 0 0 • 0 0 0 o' 85 Co9 Taux de participation au marché du travail pour les mères mon parentales

ayant au moins un enfant âgé de 1 à 5 ans pour le Québec par niveau d'éducation 0 • • 0 0 0 0 0 0 • • • 0 • 0 • 0 • 0 0 • 0 • 0 0 0 0 • 0 • 0 • • • 86

ColO Nombre de semaines travaillées en moyenne durant l'année précédent le recensement pour les mères monoparentales ayant au moins un enfant âgé de 1 à 5 ans pour le Québec par niveau d'éducation 0 • • 0 0 0 0 0 0 87 Coll Nombre d'heures travaillées en moyenne pendant la semaine de référence

pour les mères monoparentales ayant au moins un enfant âgé de 1 à 5 ans pour le Québec par niveau d'éducation 0 • 0 • 0 0 • • 0 0 • • 0 0 88 Co12 Revenu de travail annuel moyen en dollars de 2002 pour les mères mo­

noparentales ayant au moins un enfant âgé de 1 à 5 ans pour le Québec par niveau d'éducation 0 0 0 0 0 • • • 0 0 0 0 0 • • • 0 0 0 • 0 • 0 0 0 0 • 0 89 C.13 Taux de participation au marché du travail des mères monoparentales

ayant au moins un enfant âgé de 1 à 5 ans pour le RDC par niveau d'éducation . 0 o . . . 0 0 0 0 0 0 • • 0 • 0 0 • 0 • 0 0 0 0 0 • • • • • • 90 Co14 Nombre de semaines travaillées en moyenne durant l'année précédent le

recensement pour les mères monoparentales ayant au moins un enfant âgé de 1 à 5 ans pour le RDC par niveau d'éducation 0 0 0 • 0 • 0 0 • 0 0 91 Co15 Nombre d'heures travaillées en moyenne pendant la semaine de référence

pour les mères monoparentales ayant au moins un enfant âgé de 1 à 5 ans pour le RDC par niveau d'éducation . 0 • 0 • • • 0 0 0 • 0 0 • • • • 0 92 Co16 Revenu de travail annuel moyen en dollars de 2002 pour les mères mono­

parentales ayant au moins un enfant âgé de 1 à 5 ans pour le RDC par niveau d'éducation . 0 • • • 0 0 0 0 0 • • • 0 0 • 0 0 • • 0 0 0 • 0 0 • • • 0 93

2.1 Statistiques descriptives des mères et pères ayant un enfant de 1 à 5 ans 19 A.1 Les principales dispositions concernant les services de garde et l'éducation

préscolaire au Québec (Tiré de Lefebvre et Merrigan, 2005a). . . .. 67 A.2 Les principales dispositions concernant les services de garde et l'éducation

préscolaire dans le Reste du Ca.nada (Tiré de Lefebvre et Merrigan, 2005a) 68 B.1 Statistiques descriptives pour les mères ayant un enfant de moins d'un an 69 B.2 Statistiques descriptives pour les mères ayant un enfant de 1 an . 70 B.3 Statistiques descriptives pour les mères ayant un enfant de 2 ans 72

BA Statistiques descriptives pour les mères ayant un enfant de 3 ans 73 B.5 Statistiques descriptives pour les mères ayant un enfant de 4 ans 74 B.6 Statistiques descriptives pour les mères ayant un enfant de 5 ans 76 D.1 Résultats des régressions sur le taux de participation des mères québécoises

en couple selon l'âge du plus jeune enfant et par niveau de scolarité. .. 94 D.2 Résultats des régressions sur le nombre de semaines travaillées des mères

québécoises en couple selon l'âge du plus jeune enfant et par niveau de scolari té . . . .. 98 D.3 Résultats des régressions sur le nombre d'heures travaillées pendant la

semaine de référence des mères québécoises en couple selon l'âge du plus jeune enfant et par niveau de scolarité . . . .. 102

DA Résultats des régressions sur le revenu annuel de travail des mères qn~bécoises

en couple scion l'âge du plus jeune enfant et par niveau de scolarité 0 0 0 106 Eo1 Résultats des régressions sur le taux de participation des mères québécoises

monoparentales selon l'âge du plus jeune enfant et par niveau de scolarité 110 Eo2 Résultats des régressions sur le nombre de semaines travaillées annuel­

lement des mères québécoises monoparentales selon l'âge du plus jeune enfant et par niveau de scolarité 0 0 • 0 0 • 0 0 • 0 0 0 • 0 • 0 0 • 0 • 0 0 114 E.3 Résultats des régressions sur le nombre cl 'heures travaillées pendant la

semaine de référence des mères québécoises monoparentales selon l'âge du plus jeune enfant et par niveau de scolarité 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 118 EA Résultats des régressions sur le revenu annuel de travail des mères québécoises

monoparentales selon l'âge du plus jeune enfant et par niveau de scolarité 122 Fol Résultats des régressions pour les pères québécois en couple selon l'âge

du plus jeune enfant . 0 • 0 0 0 0 • • o . 0 0 • • 0 0 0 0 0 0 0 o . 126

Gol Résultats ùes régressions de la DD pour le taux de participation, le nombre de semaines travailllées, le nombre d 'heures travaillées et le re­ venu de travail des mères en couple dont le plus jeune enfant est âgé de moins d'un an 0 0 • 0 • • 0 0 • • 0 • 0 0 0 0 0 0 0 • • 0 • • 0 0 0 0 • 0 0 • 0 129 Go2 Résultats des régressions de la DDD pour le taux de participation, le

nombre de semaines travailllées, le nombre d 'heures travaillées et le revenu de travail des mères en couple dont le plus jeune enfant est âgé de moins d'un an 0 0 0 • • • 0 0 0 • 0 0 • 0 0 • 0 0 0 0 0 0 0 0 • 0 0 • • • • • • • • • 132

CPS March Current Population Survey

DD Différence-en-différence

DDD Différence-en-différence-en-différence

EDTR Enquête sur la dynamique du travail et du revenu

ELNE.] Enquête longitudinale nationale sur les enfants et les jeunes

EOPP Employment Opportunity Pilot Projects

HINK Swedish Household Income Survey

NSAF National Survey of America's Families

QC Québec

RDC Reste du Canada

Le gouvernement québécois a instauré en 1997 un régime de services cie garcle à 5$ par jour et a transformé les places à temps partiel en places à temps plein. L'objectif cie cette politique était d'améliorer la situation financière des familles ayant de jeunes enfants. Ce mémoire évalue l'impact cie cette politique sur l'offre de travail des mères et pères en couple et des mères monoparentales.

À

l'aide de la méthode de différence en différence, appliquée sur les recensements cie Statistique Canada pour les années 1991, 1996 , 2001 et 2006, on compare les chan­ gements dans l'offre cie travail (taux de participation, nombre cie semaines travaillées, nombre d'heures travaillées et revenu cie travail) des mères et pères du Québec avec ceux et celles du reste clu Canada.

Les résultats montrent qu'il y a eu un impact positif sur les mères en couple. On observe seulement L1ne hausse clu taux de participation pour les mères monparentales et les pères n'ont pas modifié de façon significative leur offre de travail. On effectue également une différence en différences en différences avec un autre groupe de compa­ raison, soit les mères et pères ayant des enfants entre 13 et 17 ans seulement. Cette dernière comparaison jette un doute sur les conclusions pour les mères en couple et confirme les autres résultats.

Durant la Deuxième Guerre Mondiale, les femmes ont été appelées à participer à l'effort de guerre national. Suite à la guerre, certaines femmes ont décidé de rester sur le marché du travail et au cours des années suivantes, elles ont été nombreuses à le rejoindre. Cette hausse du taux de participation des femmes au marché du travail a été accompagnée par diverses inégalités entre les hommes et les femmes. Une des raisons principales justifiant cette inégalité est du au fait que les femmes ont des enfants. En effet, la maternité a des conséquences majeures sur le capital humain. Par exemple, elles doivent arrêter de travailler durant les premiers mois suite à la na,issance de leur enfant. Cette interruption de travail peut avoir des répercussions négatives sur leur progression dans leur carrière. De plus, certaines mères hésiteront à retourner sur le marché du travail pensant qu'elles auront beaucoup plus de difficultés à se trouver un emploi. La théorie économique du marché du travail lie directement le capital humain avec le salaire. On peut mentionner entre autre le lien direct entre les années d'expérience et le revenu. Il semble donc y

avoir des impacts négatifs pour les femmes s'Ur leur cheminement de carrière lorsqu'elles ont des enfants de même que sur la situation financière de leur famille.

Dans l'optique de vouloir éliminer, ou à tout le moins, atténuer ces impacts, le gou­ vernement du Québec a mis en place une politique pour aider ces mères. En effet, en septembre 1997, le gouvernement a implanté un régime de subvention aux garderies au coût de 5$ par jour (voir tableau A.1, A.2). De plus, il a transformé les places à temps partiel en places à temps plein, La politique a débuté avec un nombre limité de places et ce, seulement pour les enfants de 4 ans, pour s'étendre par la suite aux enfants de 0 à 4 ans (5 ans seulement si leur date de naissance ne les rend pas admissible à la mater­ nelle) et atteindre 200 000 places en 2006. Cette politique avait pour but de faciliter la conciliation travail/famille pour les mères ainsi qu'améliorer la situation financière des

familles. Certaines études ont démontré que la politique a eu l'effet escompté (Lefebvre et Merrigan, 2005a, 2005b, 2007a et 2007b, 2008, 2009; Baker et al., 2005) pour les mères ayant de jeunes enfants en augmentant l'offre de travail. Ces études ont utilisé des enquêtes telles l'EDTR ou l'ELNEJ. Cependant, clics n'ont pas été en mesure de vérifier l'impact pour les mères monoparentales et pour les pères en couple. Ce mémoire mettra en lumière l'incidence de la politique sur l'offre de travail pour les mères mo­ noparentales et pour les pères et les mères en couple ayant de jeunes enfants. De plus, ce mémoire permettra de vérifier si un des objectifs principaux (améliorer la situation financière des familles québécoises avec de jeunes enfants) a été atteint suite à la mise en place de la politique.

Pour être en mesure d'évaluer l'incidence de la politique, on se servira cie la méthocle cles différence en différences qui a fait ses preuves en économie du travail. Cette expérience clite « naturelle» permettra cie comparer les mères et pères en couple et les mères monoparentales ayant un enfant de 0 à 5 ans du Québec (le groupe de traitement) avec ceux et celles clu reste du Canada (le groupe cie contrôle). De plus, les mères et pères québécois et du reste du Canada ayant des enfants âgés entre 13 à 17 ans seule­ ment seront utilisés comme troisième goupe de comparaison pour faire une différence en différences en différences qui isolera l'effet de la politique sachant que ces mères et pères n'ont jamais pu bénéficier du programme de services de garde.

Ces méthodes seront utilisées avec les données des recensements de Statistique Canada de 1991, 1996, 2001 et 2006, ce qui permettra d'avoir accès à un très grand nombre d'observations. De plus, les recensements permettront (1) d'évaluer les conséquences sur les mères monoparentales, (2) d'évaluer l'impact de la politique selon différents niveaux de scolarité des mères et (3) d'évaluer l'impact sur les parents étant donné un continuum d'âge de leurs enfants (contrairement aux études antérieures qui utili­ saient seulement des groupes d'âge, compte tenu du nombre plus limité d'observations des autres enquêtes). Pour évaluer l'offre de travail des mères et pères, les variables dépendantes étudiées seront le taux de participation au marché du travail, le nombre de semaines travaillées annuellement, le nombre d 'heures travaillées pendant la semaine

de référence et finalement le revenu annuel de travail.

Les principaux résultats de ce mémoire nous montrent qu'il y a eu un effet positif sur l'offre de travail des mères en couple selon la DD mais que les résultats de la DDD jettent un doute sur ces conclusions. Pour les mères monoparentales, le programme n'a fait qu'augmenter le taux de participation selon la DD et pour les pères en couple, il n'y a eu aucun changement notable sur leur offre de travail.

Une revue des récents travaux composera le premier chapitre de ce mémoire. Suivra au deuxième chapitre la présentation de la base des données avec quelques statistiques des­ criptives, pour ensuite enchaîner sur le troisième chapitre qui expliquera la méthodologie. Au quatrième chapitre se trouvera les résultats ainsi qu'une discussion de ceux-ci.

REVUE DES RÉCENTS TRAVAUX

Pour la première partie de la revue des études économiques, deux modèles théoriques expliquant l'offre de travail des familles seront abordés pour ensuite discuter des études liant le coût des frais de services de garde avec l'offre de travail des mèr8s. Il semble y avoir une relation directe entre les deux. Par la suite, on parlera des études portant sur l'offre de travail des mères en couple et ensuite de celles des mères monoparentales. Finalement, on expliquera les raisons motivant l'étude de l'impact de~ frai~ Je ~ervices

de garde sur l'offre de travail des pères en couple.

1.1

Modèle théorique d'offre de travail de la famille

La théorie du consommateur nous indique que chaque individu a des préférences per­ sonnelles pour la consommation et le loisir. L'individu doit clone choisir la quantité de temps consacrée au travail lui permettant de consommer les biens et services qu'il désire et le temps qu'il accorde à ses loisirs. Cependant, lorsqu'on étudie la question pour un ménage, l'individu ne réfléchit plus nécessairement en terme individuel, mais il

va prendre en considération les choix des autres membres du ménage. Avec cette idée, il s'est développé deux modèles pouvant expliquer les décisions faites à l'intérieur d'un ménage pour l'allocation du temps au travail et au loisir.

Tiré du manuel Labor Economies (p.16 - 19) de Pierre Cahuc et André Zylberberg, deux modèles d'offre de travail pour la famille sont présentés. Tout d'abord, un premier

modèle, dit modèle unitaire, est développé avec l'idée que le ménage se comporte comme s'il était un seul individu. Par exemple, si on prend un ménage avec deux individus, on pose la fonction d'utilité comme étant U (C, LI, L2) où C représente la consommation totale du ménage et Li où (i

=

1,2) représente le temps alloué au loisir pour chaque individu i. L'utilité de la consommation ne fait donc pas de différence entre la manière qu'elle est partagée entre les deux individus. Pour chaque individu i du ménage, chacun a un taux de salaire Wi et un revenu de transfert Ri. Les choix optimaux ~Ollt ùonc déterminés par la maximisation d'utilité sous la contrainte de budget:

OÙ

Lo

représente le temps total accordé au loisir et au travail. Cette formulation nous indique que la distribution des revenus de transfert n'a pas d'importance, mais c'est seulement la somme qui est importante. Certains auteurs (Fortin et Lacroix, 1997) ont tenté de valider ce modèle et ont obtenu que cette formulation du problème du consommateur n'était valable que pour les couples ayant des enfants d'âge préscolaire. Il s'est donc développé un modèle qui était plus ngoureux au niveau des décisions intrafamiliales.

« The most highly elaborated form of the collective model is due to Chiappori (1988, 1992) »1. Le modèle collectif remet en cause l'idée que le ménage est le seul lieu de décisions. Il Y a donc un choix individuel ainsi qu'un choix pour le ménage lui-même. En fait, le modèle unitaire ne respecte pas les principes de base de la « méthodologie individualiste» 2. Le modèle collectif prend donc en considération que le niveau de

consommation est déterminé individuellement. Les choix optimaux pour les ménages sont déterminés par la maximisation de la fonction d'utilité individuelle suivante:

1. Labor Economies, Pierre Cahuc et André Zylberberg

sous les contraintes suivantes:

où U₂ représente un niveau d'utilité donné qui dépend de Wi et

F4.

Ce modèle met donc en relation les préférences de chacun des individus dans le ménage. Finalement, le modèle prend la forme générale en prenant en considération que l'allocation efficace est déterminée par les choix individuels où le revenu de transfert de chaque individu dépend du revenu total du ménage:

où <Pi est une règle de partage qui dépend de Wi et

F4

pour que <P l

+

<P2 = RI

+

R2.

Avec cette formulation, chaque individu reçoit une fraction des revenus de transfert. De plus, cela confirme l'idée que l'individu doit déterminer son niveau de consommation et de loisir sujet à la contrainte de budget où le revenu de transfert est calculé pour le ménage.

Avec ces deux modèles, on remarque par exemple qu'à la suite d'une baisse de revenu d'un des deux partenaires du ménage, l'offre de travail peut augmenter pour l'autre agent du ménage dans le but de compenser la baisse de revenu et ainsi garder le même niveau d'utilité.

1.2 Frais de services de garde et offre de travail

Un des premiers chercheurs à s'être penché sur la question de l'impact des frais de services de garde sur l'offre de travail des mères est James Heckman. Celui-ci obtient comme résultat qu'il y a une relation négative entre les frais de services de garde et la participation des mères au marché du travail (Heckman, 1974). Cela concorde avec l'intuition économique dans la mesure où le coût relatif de travailler pour une mère augmente avec le coût du service de garde. Autrement dit, plus les frais sont élevés moins il est avantageux de travailler à revenu constant. De plus, il souligne que la

majorité des mères ayant de jeunes enfants utilise des méthodes informelles pour la garde de leurs enfants, soit par un membre de la famille ou une personne proche de la famille. Il a donc mis en lumière un sujet sur lequel plusieurs économistes se sont penchés.

L'étude de Blau et Robins (1988) abonde dans le même sens que l'étude de Heckman (1974). Blau et Robins (1988) estiment, avec un modèle d'offre de travail de la famille incorporant un choix entre le marché des services de garde formel ou un service de garde informel, qu'il y a bien une relation directe entre le prix du service de garde et l'offre de travail des mères. Il y a aussi ce lien pour les autres membres de la famille et l'utilisation des services de garde formel est en lien direct avec le prix de celui-ci. En utilisant les données de l'EOPP conduit par le « Departement of Labor» des Etats­ Unis, ils obtiennent que peu importe l'utilisation d'un service de garde formel ou informel et que la mère travaille ou pas, l'impact du coût du service de garde est toujours négatif. Ils observent également que plus le salaire de la mère sera élevé, plus la probabilité de l'utilisation de service de garde formel sera élevée. Finalement, ils obtiennent comme résultat que le revenu du père a un impact négatif sur la probabilité que la mère travaille. Voilà une raison justifiant l'étude du comportement du père en lien avec les services de garde.

1.3

Frais de services de garde et offre de travail des mères en couple

L'effet du coût des services de garde sur le choix de participer au marché du travail semble être semblable mais pas de la même importance pour les mères en couple et pour les mères monoparentales. En effet, les mères en couple ne sont pas le seul support financier de la famille. Elles peuvent se consacrer aux soins de leurs enfants tout en bénéficiant du revenu du père. Cependant, elles font face aux mêmes impacts que les mères monoparentales lorsqu'elles décident d'arrêter de travailler. Une interruption de carrière peut affecter considérablement le salaire de la mère car selon la théorie de capital humain, l'expérience de travail joue un grand rôle dans la détermination du salaire. C'est donc pour cette raison que certaines mères peuvent hésiter à intégrer

ou réintégrer le marché du travail suite à la naissance d'un ou plusieurs enfants. De nombreuses études (Kimmel, 1992, Powell, 1997, Han et Waldfogel, 2001) ont utilisé un modèle économétrique et ont effectué des simulations dans le but de déterminer les élasticités ou déterminer l'impact d'une réduction du prix de services de garde sur la participation au marché du travail.

Kimmel (1992), Blau et Robin (1988) et Han et Waldfogel (2001) ont étudié la question pour le cas des Etats-Unis. Han et Waldfogel (2001) ont utilisé les données de 1991 à 1994 du March Current Population Surveys (CPSs) en limitant l'étude aux mères ayant des enfants de moins de six ans. Les deux auteures obtiennent une élasticité du coût des services de garde par rapport à la participation au marché du travail de l'ordre de -0,30 à -0,40 pour les femmes mariées. Avec des simulations de leur modèle, une réduction du prix du service de garde de 25% augmente la participation du marché du travail des femmes mariées de trois points de pourcentage. Blau et Robins (1988) obtiennent pour leur part une élasticité prix moyenne de -0,38 pour ce qui est de la participation au marché du travail en lien avec le prix du service de garde. Le modèle prédit par exemple que dans le cas d'une subvention complète des frais de garde, le taux de participation au marché du travail est de 87% comparativement à 19% si le coût est de 40$ par semaine. De plus, ils obtiennent que l'élasticité prix moyenne pour l'utilisation de services de garde formel est de -0,34. Utilisant les données du SIPP de 1987 et limitant l'étude aux mères âgées entre 18 et 55 ans avec un enfant de moins de 13 ans, Kimmel (1992) obtient des résultants concordant avec ceux des autres études. L'élasticité prix du service de garde en lien avec la participation au marché du travail est de -0,31, ce qui est très proche du résultat de Blau et Robins (1988).

Cleveland, Gunderson et Hyatt(1996), Powell (1998), Lefebvre et Merrigan (2005a, 2005b, 2007a, 2007b) et Baker et al. (2005) ont étudié la question pour le Canada. Cleveland, Gunderson et Hyatt (1996) utilise une base de données provenant du Cana­ dian National Child Care Survey de 1988 et se limitent aux mères ayant des enfants d'âge préscolaire face à la décision de travailler ou non et d'utiliser les services de garde formel ou informel. Comme pour Blau et Robins (1988), le résultat le plus important est

que le prix anticipé des services de garde exerce un impact négatif sur la décision d'entrer sur le marché du travail et exerce aussi un impact négatif sur la décision d'utiliser un service de garde formel. Plus précisément, l'élasticité liant la participation au marché du travail et le prix du service de garde est de -0,388 ce qui indique qu'une baisse de 10% du prix augmente de 3,9% la probabilité de participer au marché du travail. L'élasticité liant le prix et l'utilisation du service de garde est de -1,056. Powell (1998) utilise la même approche que Cleveland, Gunderson et Ryatt (1996) avec un modèle de décisions simultanées ainsi que la même base de données. Elle arrive avec le même résultat pour l'élasticité du taux d'emploi de -0,38. Malgré ce lien intéressant entre la participation au marché du travail et le coût des services de garde, il serait intéressant de vérifier la rentabilité des politiques gouvernementales mises en place dans certains pays pour améliorer l'offre de travail des mères.

Au Québec, le gouvernement a mis en place en 1997 une politique de services de garde à

faible coût pour stimuler l'offre de travail des mères. Lefebvre et Merrigan (2005, 2007, 2008, 2009) et Baker et al. (2005) ont étudié cette situation particulière en utilisant la méthode de différence-en-différence. Le Québec se trouve à être le groupe traitement et le Canada à être le groupe contrôle. Ils regardent le changement de comportement des mères en couples avec de jeunes enfants (0 à 5 ans et 1 à 5 ans) avant et après la mise en place de la politique tout en supposant l'hypothèse qu'il n'y a eu aucun autre facteur pouvant affecter l'offre de travail durant la période étudiée. Ils considèrent cette politique comme une expérience naturelle et qu'elle constitue est un changement exogène car elle n'est liée à aucune caractéristique personnelle des mères. En réduisant considérablement le coût des services de garde, les résultats de ces études devraient nous indiquer une augmentation de l'offre de travail des mères sachant que travailler devient beaucoup plus avantageux pour elles, en réduisant leur salaire de réserve et leur salaire net des frais de garde. Lefebvre et Merrigan (2005) utilisent les données de l'EDTR pour la période de 1993 à 2002. Pour évaluer l'offre de travail, ils considèrent cinq variables: la participation au marché du travail, le nombre d'heures annuelles travaillées, le nombre de semaines annuelles travaillées ainsi que le revenu de travail annuel et le taux de travail

à temps plein. Les effets de la politique se font sentir beaucoup plus chez les femmes ayant des enfants de 1 à 5 ans. Cela s'explique par le fait que les mères ont tendance à ne pas travailler l'année de la naissance de l'enfant. Pour toutes les mères, le taux de participation est de 7,47 à 9,17 points de pourcentage plus élevé pour la période de 1999 à 2002 et plus particulièrement de Il à 13 points de pourcentage plus élevé pour l'année 2001 et 2002. Cela s'explique par le fait que le nombre de places disponibles augmentait avec les années et le gouvernement abaissait progressivement l'âge d'accessibilité aux services de garde à tarif réduit. Baker et al. (2005) obtiennent des résultats similaires avec la base de données de l'ELNEJ de 1993 à 2003 où le taux de participation est de 7,7 points de pourcentage plus élevé que si la politique n'avait pas été mise en place. Pour le nombre de semaines travaillées annuelles, c'est une augmentation de 4,28 semaines pour Lefebvre et Merrigan (2005a et 2005b) et de 3,53 semaines pour Baker et al. (2005). Lefebvre et Merrigan (2005a et 2005b) obtiennent aussi comme résultat que les effets se font moins sentir chez les mères ayant un diplôme secondaire ou moins car la différence dans les frais de services de garde et le salaire est la moins grande. Chez les mères occupant déjà un emploi ou travaillant à salaire élevé, l'effet de la baisse du coût est beaucoup plus grande et il est donc plus avantageux pour elles d'augmenter leur offre de travail.

Lefebvre et Merrigan (2007a et 2007b) ont cherché à savoir si les effets se poursuivaient à travers le temps, s'il y avait un effet dynamique. Ils ont regardé les mères ayant des enfants âgés de 6 à 11 ans entre 1996 et 2004, mais aucun enfant de 6 ans et moins. Les résultats démontrent que le taux de participation a été de 7,4% plus élevé au Québec que dans le reste du Canada. Lorsqu'ils contrôlent pour chaque année de 2002 à 2004, les effets restent les mêmes. Cependant, le salaire des femmes ne semble pas avoir augmenté au cours de cette période malgré une hausse de leur expérience de travail évaluée à une année de supplémentaire. Cela va à l'encontre de la théorie stipulant qu'un travailleur avec plus d'expérience est plus productif et par conséquent, gagne un meilleur salaire. D'autres pays ont expérimenté des politiques gouvernementales ayant pour but d'améliorer la situation financière des familles. Schone (2003) a étudié un programme de subventions

aux mères qui gardent leurs enfants à la maison. Ce programme instauré en Norvège en janvier 1999 prévoyait verser un montant mensuellement aux mères qui avaient des enfants de 1 et 2 ans et qui n'utilisaient pas les services de garde municipaux subven­ tionnés (le gouvernement verse à ces familles le m~me montant qu'il donne aux services de garde). Schone (2003) a utilisé la même approche de DDD que Lefebvre et Merrigan (2005, 2007) pour évaluer l'impact de cette politique. Ce programme a eu comme effet de diminuer le taux de participation des mères de 4,8 points de pourcentage et de dimi­ nuer de 46 heures leurs heures de travail annuelles. Le coût relatif de travailler est plus élevé avec l'application de ce programme, ce qui explique la baisse de l'offre de travail. La Suède a expérimenté un autre type de politique gouvernementale au niveau des services de garde en obligeant les municipalités à offrir des places en garderie à faible coût. Chaque municipalité déterminait le nombre de places ainsi que le coût. Gustafsson et Stafford (1992) ont étudié les impacts de cette politique sur l'offre de travail des mères. Comme pour les autres études de ce genre, ils obtiennent une relation négative entre la participation au marché du travail et le prix des services de garde. Ils trouvent une élasticité de -0,063, beaucoup plus faible que celles obtenues pour le cas des Etats- Unis ou du Canada. Cependant, contrairement à l'étude de Blau et Robins (1988), le salaire du conjoint n'affecte pas négativement l'offre de travail des mères et ce, même s'il est élevé.

Finalement, les études (Blau et Robins, 1988, Cleveland, Gunderson et Hyatt, 1996) arrivent sensiblement au même effet pour ce qui est de l'âge de la mère, du nombre d'enfants en bas âge et de la scolarité. L'âge a pour effet d'augmenter le salaire des mères tout simplement car elles ont plus d'expérience. Le nombre d'enfants en bas âge diminue la probabilité de travailler car le coût de les garder augmente, donc il est de moins en moins avantageux de travailler. L'éducation augmente la probabilité de participer au marché du travail et d'augmenter le revenu d'emploi. Plusieurs études (Blau et Robins, 1988, Cleveland, Gunderson et Hyatt, 1996) ont évalué l'élasticité de l'utilisation de services de garde formels liée au salaire de la mère. Les résultats abondent tous dans le même sens avec une relation inverse entre ces deux variables. Pour Blau et Robins

(1988), leur élasticité est de -0,34. Pour Cleveland, Gunderson et Hyatt, l'élasticité obtenue est de 0.18 et indique qu'une augmentation de 10% du salaire augmente de 2% la probabilité d'utiliser un service de garde formel. De plus, une hausse du salaire augmente la probabilité de participer au marché du travail car le coût du service de garde diminue avec la hausse du salaire en gardant constant les frais de services de garde. Par exemple, une hausse de 10% du salaire augmente de 8,1% la probabilité de participer au marché du travail (Cleveland, Gunderson et Hyatt, 1996).

1.4 Frais de services de garde et offre de travail des mères monopa­

rentales

Contrairement aux mères en couple, les mères monoparentales font face à. de plus grandes difficultés dans l'organisation de leur temps. Elles sont le seul support financier pour la famille et, par le fait même, le coût relatif de travailler par rapport au coût des services de garde est beaucoup plus élevé. Les résultats des études tentant d'évaluer le coût des services de garde sur l'ofhe de travail des mères monoparentales devraient donc nous indiquer une plus grande sensibilité aux tarifs que pour les mères en couple.

La majorité des études ont été réalisés avec des données américaines car les réformes sociales pour la famille liées au revenu ont eu lieu dans ce pays. Tout d'abord, si on considère le lien entre le coût des services de garde et le taux de participation, les résultats confirment la plus grande sensibilité aux coûts des mères monoparentales en comparaison avec les mères mariées avec une élasticité de -0,521 comparativement à -0,309 (Kimmel, 1992) et de -0,50 à -0,73 comparativement à -0,30 à -0,40 (Han et Waldfogel, 2001). En terme d'effet marginal du coût des services de garde, on remarque un effet de 18% pour les mères monoparentales comparativement à Il

%

pour les mères mariées (Han et Waldfogel, 2001). Une diminution des coûts de 25% à. pour effet d'augmenter de 5 à. 6 points de pourcentage le taux de participation au marché du travail des mères monoparentales comparativement à 3 points de pourcentage pour les mères mariées (Han et Waldfogel, 2001). Les politiques gouvernementales telles les subventions devraient donc être de bons moyens pour améliorer l'offre de travail des

mères monoparentales sachant que leur comportement en sera beaucoup plus affecté. De nombreuses réformes ont eu lieu à la fin des années 1980 et au début des années 1990. Bainbridge, Meyers et Waldfogel (2003) ont comparé le changement de comportement des mères monoparentales ayant des enfants de 13 ans et moins pour la période de 1991 à 1996 à l'aide des données du CPS de 1992 à 1997. Plus précisément, en utilisant la méthode de DDD, ils comparent le comportement des mères ayant accès à la subvention (ayant des enfants de 13 ans et moins) à celui des mères qui n'ont pu y avoir accès (sans enfant ou seulement des enfants de plus de 13 ans). L'étude porte sur plusieurs états à la fois et ils contrôlent donc pour les autres politiques fédérales de chaque état pouvant altérer les résultats. Ils obtiennent que la différence entre le taux de participation des femmes entre celles ayant des enfants et celles qui n'en ont pas a diminué de 11%. Plus précisément, le taux de participation des mères ayant des enfants de 13 et moins est passé de 66% à 75% tandis que, pour les autres mères, il est resté relativement stable. De plus, ils obtiennent qu'une augmentation de 1000$ de subvention pour tout type de services de garde augmente de 4 points de pourcentage le taux de participation au marché de l'emploi. Cet effet semble assez faible. Cependant, lorsqu'ils désagrègent les données, et considèrent un programme de subventions pour les travailleurs à faible revenu, une augmentation de 1000$ de dépenses par individu augmente le taux de participation de 26 points de pourcentage. Finalement, ils concluent que les subventions aux frais des services de garde sont plus efficaces que les politiques fiscales.

Blau et Tekin (2005) et Crawford (2006) ont étudié l'impact des subventions sur la participation des mères monoparentales au marché du travail à l'aide des données du NSAF. Cependant, ils se sont intéressés à des années différentes, soit 1997 et 2002 respectivement. L'impact de la subvention est beaucoup plus grand pour les mères travaillant environ 15 heures par semaine avec 5% plus de chance de travailler (Blau et Tekin, 2005). Crawford (2006) obtient plutôt une probabilité de 75% de travailler pour celles qui reçoivent la subvention comparativement à 54% pour celles qui n'en bénéficient pas. L'impact est moins grand pour les femmes qui travaillent à temps plein (leur probabilité de travailler augmente de 38% à 53%) lorsqu'on compare celles qui

reçoivent la subvention à celles qui ne les reçoivent pas (Crawford, 2006). On peut expliquer cette différence entre les mères monoparentales travaillant à temps plein et celles travaillant à temps partiel par le fait que la probabilité de travailler à temps partiel passe de 61% à 76% pour les mères monoparentales comparativement aux femmes mariés dont la probabilité passe de 44% à 62% pour celles travaillant à temps plein (Crawford, 2006).

Kimmel (1995) regarde la participation au marché du travail lorsque des subventions sont versées aux mères monoparentales ayant un revenu faible en portant une attention particulière à l'ethnicité.

Figure 1.1 Simulations de subventions des services de garde pour les mères monopa­ rentales ayant un faible revenu et de jeunes enfants

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.. ~ 0.'704 0.0326 0.621: 0.313 Source: Kimmel, 1995. <l:: The Effeetiveness of Child-Care Subsidies in Eneouraging

the Welfare-to-Work Transition of Low-Income Single Mothers ». The American Economie Review, vol. 85, no 2, Papers and Proeeedings of the Hundredth and Secenth Annual Meeting of the Ameriean Economie Association Washington DC,

Jan 6-8, Mai 1995, p. 271 - 275

On remarque que les mères monoparentales blanches sont beaucoup plus sensibles aux subventions et en fait elles sont plus susceptibles de travailler même s'il n'y a pas de subvention. Pour ce qui est des élasticités liées à la probabilité de participer au marché du travail, elles se situent à -0,346 pour l'ensemble des mères, de -1,362 pour les mères blanches et de -0,345 pour les mères noires (Kimmel, 1995). Cependant, les élasticités pour les mères noires ne sont pas statistiquement significatives.

Berger et Black (1992) ont étudié l'impact de l'implantation d'une subvention à Loui­ sevi Ile au Kentucky versée aux familles ayant un revenu de moins de 80% du revenu médian de l'état. De plus, pour être éligible à la subvention, les parents devraient tra­ va.iller un minimum de 20 heures par semaine. Ils utilisent une expérience quasi-naturelle da.ns la mesure où ils comparent le comportement des mères monoparentales ayant accès à la subvention à celles qui sont sur la liste d'attente. Le taux de participation passe de 85,5% pour les mères ne recevant pas de subvention à 97, 5% pour celles qui en reçoivent. L'effet de la politique est donc d'augmenter de 11,7% à 12% le taux de participation. Thomas Andrén (2002) a étudié le cas de la Suède, comme Gustafsson et Stafford (1992) mais pour les mères monoparentales. Son étude porte sur les mères monoparentales de 17 ans et plus et ayant un enfant âgé entre 1 à 12 ans, réalisée à l'aide de la base de données HINK. La relation entre la participation au marché du travail et le coût des services de garde est négative avec l'implication, par exemple qu'une augmentation de 1% des frais diminue de 0, 16% la probabilité de participation au marché du travail. Cependant, une augmentation de 1 pourcent du salaire augmente de 0,77% la probabilité de travailler. Il .remarque finalement que ce sont les mères qui travaillaient déjà qui changent le plus leur comportement surtout en considérant la baisse du nombre de mères travaillant à temps partiel et l'augmentation de celles à temps plein. Par contre, l'étude de Lundin, Mork et Ockert (2007) portant sur les effets d'une variation exogène du prix des services de garde provenant d'une réforme des services en Suède démontre qu'il n'y a aucun impact significatif sur l'offre de travail lorsque les tarifs des services de garde sont peu élevés, puisqu'ils sont déjà fortement subventionnés.

1.5

Frais de services de garde et offre de travail des pères en couple

Il n'y a pas d'études portants sur l'impact des frais de services de garde sur l'offre de travail des pères. Sachant qu'ils sont nombreux à travailler à temps plein, il est peu probable qu'il y ait un impact. Quoique l'étude de Fortin et Lacroix (1997) nous indique que le modèle d'offre de travail soit le modèle unitaire pour une famille avec de jeunes enfants, il est possible qu'à la suite d'une forte baisse du prix des services de garde

et de la transformation de places à temps partiel pour des places à temps plein, les· ménages puissent être amenés à réorganiser leur temps accordé au travail et au loisir. Par exemple, si la mère devait participer davantage à l'offre de travail du ménage, il est possible que le père diminue son offre sans que le niveau d'utilité du ménage n'en soit affecté.

DONNÉES ET STATISTIQUES DESCRIPTIVES

Dans ce deuxième chapitre, la base de données sur laquelle repose l'étude sera introduite, ce qui permet de présenter certaines statistiques descriptives de la population étudiée.

2.1

Base de données

L'analyse des effets de la politique gouvernementale en matière de frais de garde sur l'offre de travail repose sur les fichiers dits analytiques (1 répohdant sur 5 au question­ naire long) des recensements de Statistique Canada pour les années 1991, 1996, 2001 et 2006. Les recensements canadiens sont réalisés sur une base quinquennale et tous les ménages à l'échelle du Canada sont sondés. Les informations recueillies sont très précises autant pour les données démographiques (âge, sexe, éducation, structure de la famille, statut d'immigration) que pour les données économiques (revenus, semaines travaillées, etc.). Et, étant donné le caractère « obligatoire ::l'd'un recensement, il n'y a pas de données manquantes (mais quelques observations aberrantes qui ne portent pas à conséquence compte tenu des centaines de milliers de répondants).

Étant donné que l'étude porte sur les familles ayant des jeunes d'âge préscolaire, seules les mères monoparentales et les couples ayant au moins un enfant âgé entre 0 et 5 ans seront étudiés. Par contre, pour les fins de l'étude, toutes les mères ayant au moins un enfant âgé de 0 à 17 ans feront partie de la base de données. De plus, pour le groupe de comparaison des mères et pères ayant des enfants entre 13 et 17 ans, ces mères et pères

n'ont aucun enfant de 12 ans et moins. Afin d'éliminer les valeurs aberrantes, le nombre d'enfants par famille est limité à 7 enfants ou moins. Les familles autochtones ainsi que les personnes vivant sur les trois territoires canadiens seront éliminées pour avoir une étude plus rigoureuse. Une mère sera considérée comme vivant en couple si elle est mariée ou en union libre de même que pour les pères. Contrairement à certaines études antérieures (Lefebvre et Merrigan, 2005, 2008; Baker et aL, 2005) qui s'appuyaient sur des données d'enquêtes tirées des fichiers de l'EDTR ou de l'ELNEJ avec un nombre plus limité d'observations, le grand nombre d'observations des recensements permettra: 1) de définir un continuum d'âges pour les enfants au lieu d'utiliser des groupes d'âges; 2) d'examiner séparément les mères monoparentales; 3) de définir plusieurs niveaux d'éducation des mères.

Pour évaluer l'incidence de la politique de subventions des fmis de garde sur l'offre de travail, cette dernière sera évaluée à l'aide des variables suivantes: le taux de participa­ tion au marché du travail, le nombre de semaines annuelles travaillées pendant l'année précédant le recensement, le nombre d'heures travaillées durant la semaine de référence et le revenu annuel de travail. Dans ce dernier cas, l'indice des prix à, la consommation annuel calculé par Statistique Canada, où 2002 est l'année de base, sera utilisé afin de comparer les revenus d'une année à, l'autre. De plus, le revenu de travail est défini comme étant la combinaison de la variable salaire avec la variable revenu net autonome. Les valeurs nulles seront conservées pour le nombre de semaines travaillées, pour le nombre d'heures travaillées et pour le revenu dans le but de capter l'évolution de ces variables dans le temps. Une personne est considérée active si elle a travaillé au moins une heure dans une semaine durant l'année précédant le recensement. Autrement dit, la personne a travaillé au moins une semaine à, temps plein ou à temps partiel.

Par contre, le recensement comprend un nombre plus limité d'informations pouvant servir de variables de contrôle. Les variables suivantes peuvent affecter l'offre de tra­ vail : l'âge, la fratrie, le statut d'immigration, le niveau d'éducation, être ha.ndicapé. L'âge des mères se situe entre 18 et 56 ans. Au niveau de la citoyenneté, seuls les répondants ayant mentionné leur citoyenneté comme étant non-immigrant et immigrant

sont conservés, les résidants non permanents étant exclus. La variable d'éducation est di­ visé en six catégories: pas de diplôme secondaire, diplôme secondaire seulement, diplôme d'une école de métiers, diplôme collégial, de premier cycle (baccalauréat) et de cycles supérieurs. Une per~onne est considérée comme handicapée si elle a répondu qu'elle éprouve des difficultés dans ses activités quotidiennes étant donné son état mental ou physique ou qu'elle a un problème de santé qui limite ses activités.

Pour assurer la représentativité des résultats, l'indice de pondération suggéré par Sta­ tistique Canada est utilisé.

2.2 Statistiques descriptives

Avant d'évaluer l'impact de la politique gouvernementale, il est important de dresser le portrait statistique de l'échantillon étudié. Tout d'abord, certaines caractéristiques des mères en couple, pères en couple et des mères monoparentales seront présentées. Par la suite, l'évolution des quatre variables dépendantes qui reflètent l'offre de travail sera ana­ lysée. Le tableau 2.1 présente les statistques descri pti ves des variables socioéconomiques pour les mères en couple, les mères monoparentales et les pères en couple.

Tableau 2.1 Statistiques descriptives des mères et pères ayant un enfant de 1 à 5 ans

~

1991 1996 2001 2006 Mères en couple

Nombre d'observations Québec 251 305 265 905 225 745 217655 RDC 774660 797 640 743 385 720340

Âge Québec 31,2 32,2 32,8 33,0

(moyenne) (4,72) (4,95) (5,38) (5,44)

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~

1991 31,8 (5,01) 1996 32,7 (5,3) 2001 33,5 (5,59) 2006 34,0 (5,64) Nombre d'enfants (moyenne) Québec RDC 1,95 (0,84) 2,10 (0,92) 2,01 (0,89) 2,09 (0,93) 1,99 (0,88) 2,06 (0,91) 1,95 (0,86) 2,03 (0,92) Citoyenneté (Immigrant) Québec RDC 10,5% 22,1% 11,9% 24,7% 14,9% 28,8% 19,5% 31,8% Niveaux de scolarité

Pas de secondaire Québec RDC 25,01% 23,61% 19,20% 19,64% 15,44% 17,41% 9,52% 8,73%

Diplôme secondaire Québec RDC 29,13% 30,52% 26,87% 27,27% 21,03% 25,24% 15,55% 22,93% Métiers Québec RDC 12,74% 8,86% 11,65% 8,89% 12,47% 8,93% 15,23% 5,57% Collège Québec RDC 20,62% 21,24% 25,04% 25,60% 27,39% 22,58% 28,52% 30,60% Baccalauréat Québec RDC 9,05% 11,35% 12,63% 13,43% 17,38% 18,42% 21,92% 21,78%

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~

1991 1996 2001 2006 Cycles Supérieurs Québec

RDC 3,45% 4,43% 4,61% 5,17% 6,29% 7,42% 9,27% 10,40% Mères monoparentales

Nombre d'observations Québec RDC 33685 101 650 43905 130 600 40 130 121 770 35340 113 385 ÂO"e_b (moyenne) Québec RDC 30,0 (5,87) 29,6 (6,19) 30,4 (6,14) 30,2 (6,44) 31,1 (6,61) 30,7 (7,17) 31,6 (6,86) 31,4 (7,33) Nombre d'enfants (moyenne) Québec RDC 1,66 (0,81) 1,81 (0,9) 1,73 (0,87) 1,81 (0,92) 1,74 (0,87) 1,80 (0,93) 1,74 (0,9) 1,80 (0,93) Citoyenneté (Immigrant) Québec RDC 12,6% 18,3% 14,6% 22,5% 15,1% 23,2% 18,2% 24,8% Niveaux de scolarité

Pas de secondaire Québec RDC 44,10% 42,07% 39,04% 35,41% 31,66% 30,30% 23,06% 20,27%

Diplôme secondaire Québec 24,89% 25,43% 24,34% 22,31%

suite de la page précédente RDC

~

1991 26,07% 1996 26,62% 2001 27,08% 2006 31,35% Ï'lifétiers Québec RDC 12,26% 10,54% 11,05% 10,60% 13,35% 10,83% 20,12% 8,67% Collège Québec RDC 12,75% 15,54% 17,23% 20,88% 20,19% 23,54% 20,98% 28,57% Baccalauréat Québec RDC 4,27% 4,00% 5,30% 4,74% 7,69% 6,15% 9,79% 7,80%

Cycles Supérieurs Québec RDC 1,72% 1,78% 1,96% 1,74% 2,78% 2,10% 3,72% 3,34% Pères en couple

Nombre d'observations Québec RDC 251115 773 970 265 335 794900 224 880 737 855 215 430 713 050 Âge (moyenne) Québec RDC 33,8 (5,31) 34,2 (5,61) 34,7 (5,43) 35,1 (5,76) 35,4 (5,81) 35,9 (5,97) 35,7 (6,01) 36,5 (6,03) Nombre d'enfants (moyenne) Québec RDC 1,95 (0,84) 2,10 2,01 (0,89) 2,09 1,99 (0,88) 2,06 1,94 (0,86) 2,03

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1991 1996 2001 2006

(0,92) (0,93) (0,91) (0,92)

Citoyenneté Québec 11,9% 12,8% 15,5% 20,3%

(Immigrant) RDC 23,4% 25,1% 28,8% 31,8%

*L'écart-type est entre paranthèse.

Source: Calculs de l'auteur à partir des recensements canadiens de Statistique Canada pour les années 1991, 1996,2001 et 2006

On constate tout d'abord que les mères québécoises sont en moyenne plus jeunes que les mères du RDC et ce, peu importe qu'elles soient en couple ou monoparentales pour l'ensemble de la période étudiée. Cela indique qu'il soit possible que le revenu de travail des mères québécoises soit moins élevé sachant que le salaire augmente avec l'âge. Par contre, les mères québécoises ont en moyenne moins d'enfants que les mères du RDC. En effet, elles ont en moyenne 1,95

à

2 enfants comparativement de 2

à

2,09 enfants en moyenne pour celles du RDC. La politique du gouvernement québécois ne semble pas avoir eu d'effet notable sur le taux de natalité. Comme pour les mères, les pères québécois sont en moyenne plus jeunes que les pères du RDC. D'après les données, la proportion d'immigrants est beaucoup plus grande dans les autres provinces qu'au Québec avec une plus grande différence pour les mères et pères en couple.

Au plan de la scolarité, autant au Québec que dans le RDC, les mères en couple et les mères monoparentales sont de plus en plus éduquées. En fait, on remarque une baisse constante du nombre de mères détenant seulement un diplôme secondaire ou moins. Cependant, la proportion de mères monoparentales détenant seulement un diplôme se­ condaire a augmenté dans le RDC. On peut également remarquer que 64,47% en 1996 et 56% en 2001 dEls mères monoparentales québécoises détiennent un diplôme secondaire ou moins contre 46,07% et 36,47% respectivement des mères en couple. En 2006, un peu moins de la moitié des mères monoparentales au Québec ont un diplôme secondaire

ou moins tandis que c'est seulement le quart environ pour les mères en couple. Les mères monoparentales québécoises détenant un baccalauréat ou plus sont proportionnellement plus nombreuses au Québec que dans le RDC. La situation est inverse au niveau des mères en couple où elles sont proportionnellement plus éduquées dans le RDC qu'au Québec. En général, les mères en couple sont proportionnellement plus éduquées que les mères monoparentales. Ces informations sur la scolarité auront un impact sur l'offre de travail des mères sachant que l'éducation est un facteur important pour l'acquisition du capital humain et de la participation au marché du travail.

2.2.1

Variables d'offre de travail des mères en couple

Pour être en mesure d'évaluer l'offre de travail, il faut considérer les quatre variables d'intérêts. La figure 2.1 permet de constater que pour les mères en couple avec au moins un enfant entre 1 et 5 ans, le taux de participation au marché du travail a augmenté beaucoup plus au Québec avec une hausse de 6,3 points de pourcentage comparativement 2,9 points de pourcentage pour le reste du Canada entre 1996 et 2001. L'augmentation se poursuit au Québec entre 2001 et 2006 tandis que dans le RDC, il y a une légère baisse du taux de participation. En fait, les mères au Québec sont plus nombreuses que les mères du RDC en 2006. Il est fort possible que la politique du gouvernement québécois soit responsable de cette forte augmentation de la participation des mères québécoises au marché du travail. Lorsqu'on désagrège les données par âge du plus jeune enfant (voir les tableaux B.1 à B.6), on constate que les résultats sont assez similaires mais que l'augmentation est nettement plus significative lorsque l'âge du plus jeune enfant est de 2 ans et plus. Désagrégées par niveau de scolarité (voir les figures C.1

et C.5), les mères en couple ayant au moins un enfant entre 1 et 5 ans au Québec avec

un niveau de scolarité inférieur au niveau collégial participent moins que les mères du RDC avant la mise en place de la politique.

À

partir de 2001, il Y a un certain rattrapage qui s'effectue. Les Québécoises davantage scolarisés participent pratiquement autant au marché du travail que celles du RDC avant le programme et à partir de 2001, les mères québécoises devancent les mères du RDC. Pour les mères québécoises ayant des enfants

entre 13 et 17 ans seulement, on remarque que l'augmentation du taux de participation est plus petite entre 1996 et 2001 que pour les mères québécoises ayant au moins un enfant entre 1 et 5 ans. Par contre, entre 2001 et 2006, le taux de participation augmente plus pour les mères québécoises ayant des enfants entre 13 ct 17 ans seulement (voir la figure 2.1).

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'lj t; 66% L . . - - - . - - - , - - - r - - - + 1991 1996 2001 2006 Année

Figure 2.1 Taux de participation au marché du travail des mères en couple ayant au moins un enfant âgé de 1 à 5 ans et des mères en couple ayant des enfants âgés entre 13 et 17 ans seulement pour le Québec et pour le RDC

Pour ce qui est du nombre de semaines travaillées en moyenne pendant l'année précédant le recensement, les mères québécoises en couple avec au moins un enfant entre 1 et 5 ans travaillent plus de semaines que les mères du RDC à partir de 2001, donc suite à l'introduction de la politique (voir la figure 2.2). De plus, entre 2001 et 2006, le